区域经济发展水平差异与知识产权保护执行效力

杜萌卉　董雄报

摘 要：本文通过5维度法对我国各省（市）知识产权保护执行效力进行测算，运用固定效应模型对我国31省（市）2001年-2013年的面板数据进行经济发展水平差异对知识产权保护执行效力影响的实证分析。研究结果显示：（1）不论在经济发达地区还是经济欠发达地区，经济发展水平的提升对知识产权保护的实施均起促进作用；（2）不同经济实力的省份影响知识产权保护实施的影响因素不同；（3）人力资本和创新能力是限制知识产权保护的关键。

关键词：经济发展水平；知识产权保护执行效力；固定效应

一、引言

随着经济全球化和知识经济的到来，知识产权制度国际化趋势日益加快，特别是在国际成员国推出的TRIPS（与贸易有关的知识产权）协议的影响下，知识产权逐渐成为各国增强经济、科技实力和国际竞争力、维护本国利益和经济安全的战略资源。美国等发达国家，倚仗TRIPS协议，不断要求我国提高知识产权保护强度，在激励效应与限制发展中抉择，这对中国政府而言是个两难的选择，加之我国各省份之间贫富差距甚大，结合我国区域经济差异的现实情况，研究区域经济发展水平差异对知识产权保护执行效力的影响具有重要意义。

Chin和Grossman认为，发达国家是创新者，发展中国家是模仿者，发展中国家增强知识产权保护的力度，会阻碍它们模仿发达国家的技术。易先忠等指出，中国现阶段的知识产权保护有利于模仿，但是不能有效地促进技术创新。我国学者以往的研究基于全国层面，没有考虑到区域经济差异对知识产权保护的影响，同时大多数研究者采用的改良后的G-P指数来度量知识产权的保护强度并不能直观地反映出我国政府的执行效力。本文将采用5维度法测量各省知识产权保护执行效力，利用我国31省2001-2013年的面板数据，按照经济强度分组后进行实证分析，以期揭示区域经济差异对知识产权保护执行效力的影响，说明其成因，为我国知识产权保护工作提供理论依据和政策启示。

二、知识产权保护强度与执行效力

1.知识产权保护强度

为了量化知识产权保护水平，许多学者从各个维度对知识产权保护强度指标进行了界定。Ginarte和Park提出的G-P指标得到了学者们的普遍认可，他们以立法强度来衡量知识产权保护强度，将知识产权保护涉及的内容分为5个方面，包括知识产权保护法律体系的覆盖范围、加入相关国际专利协议的情况、知识产权保护法律体系对专利许可的规定、专利侵权的执法措施和专利的保护期限，结合各国实际情况对这5方面内容进行评分后取加权平均数即可量化某国的知识产权保护水平。

由于G-P指数只是对一个国家知识产权立法水平的衡量，并不能反映出立法后政府及机构的执行效力，对此，我国学者韩玉雄和李怀祖进行了改进和补充，他们将Ginarte和Park提出的G-P指标作为量化立法强度的指标，在立法强度的基础上引入执法强度，以这二者乘积来衡量中国现行的知识产权保护强度。

2.知识产权保护执行效力及其确定

由于G-P指数在三至十年内保持不变，说明我国在知识产权保护方面的立法及知识产权的范围划分上在较长一段时间未做重大调整与变动，此时按以往的知识产权保护强度的度量方式并不能简明而直接的反映我国知识产权保护的执行效力，加之我国立法与司法尚未同步，因而有必要仅对知识产权保护执行效力进行研究分析。

本文参考韩玉雄、许春明等人对知识产权保护执行效力地分析，从五个维度，即司法保护水平、行政保护水平、经济发展水平、社会公众的知识产权保护意识、国际监督水平，对知识产权保护执行效力进行确定。

（1）司法保护水平。借鉴许春明的方法，采用各省律师人数占各地区总人口的比例来衡量一个省份的司法保护水平。当律师人数占该地区总人口比例达到万分之五时，分值为1；当律师人数占该地区总人口的比例小于万分之五时，分值为实际比例除以万分之五。

（2）行政保护水平。一般而言，行政保护水平的高低可以由立法时间的长短来度量。参考世界立法较早的西方国家的立法历史，确定我国立法的起始点为1954年。当我国立法时间达到或者超过100年时，分值为1；当立法时间小于100年时，分值等于实际立法时间除以100。我国各省的行政保护水平与全国趋同。

（3）经济发展水平。知识产权保护的实施需要有物力、人力等“硬件”基础。借鉴韩玉雄和李怀祖对经济发展水平的界定，本文采用人均GDP作为度量某一省份经济发展水平的标准，并把人均GDP的分流界线定为2000美元。当某省份的人均GDP达到或者超过2000美元时，评定为1；当人均GDP小于2000美元时，等于该省份实际人均GDP（以美元为单位）除以2000美元。

（4）社会公众的知识产权保护意识。只有当维护知识产权权利的观念被社会公众广泛地知晓，人们自觉地遵守知识产权立法规范，知识产权保护才能得到有效执行。参考孙旭玉对社会公众知识产权保护意识的划分原则，本文采用公众的受教育程度来作为衡量社会公众知识产权保护意识的评定指标。当某一省份成人识字率达到或者超过95%时，评定为1；当某一省份成人识字率小于95%时，等于该省份实际的成人识字率除以95%。

（5）国际监督水平。鉴于中国加入WTO，将国际监督这一指标放入知识产权保护执行效力的体系内，能使知识产权保护执行效力指标的测算更为准确且符合实际。借鉴韩玉雄、李怀祖对于国际监督的测算方法，采用是否是WTO成员作为对国际监督的度量标准[4]，同时假设某一国家加入WTO组织5年之后，其国际监督的效力才完全发挥出来。所以本文假设我国从1986年复关谈判开始至入世第五年即2005年，国际监督水平均衡地从0升至1。

三、研究模型构建、变量选取与数据来源

1.估计方法的选取

对于经济发展水平与知识产权保护的关系研究中，现有的研究主要采用动态面板数据模型，比如差分GMM和系统GMM，虽说动态面板数据模型解决了内生性问题，但是这类模型其实并不太适合分析省级面板数据的经济发展水平与知识产权保护关系研究。首先，差分GMM和系统GMM这类模型适用于“大小”型面板，一般而言，至少要大于70才能称之为“大”，所以省级面板并满足不了“大”这一前提，特别是将省份按经济强度分组后的大小非常接近，如若强行采用动态面板模型会使估计出来的标准差有偏误；其次，这类模型采用了过多的工具变量，当工具变量个数超过或者接近样本数时，容易造成模型的过度拟合及高阶偏误等问题。此时采用动态面板数据模型不仅违背了模型的使用前提条件，还导致估计结果的失真。鉴于此，本文选取静态面板的固定效应模型进行研究分析。

2.计量模型的构建

为了进一步分析经济发展水平差异与知识产权保护执行效力之间的关系，本文基于我国31个省份的面板数据，结合省级面板的数据特点，采用固定效应变系数模型进行分析，基础模型形式为：

其中，yit为t年i省份的知识产权保护执行效力指数，xit表示影响知识产权保护执行效力的解释变量，uit为随机误差项。该模型假定截距项αi和解释变量系数βi在不同的截面个体上是不同的。

将基础模型公式（1）扩展，即可得本文的计量模型：

其中，i表示省份，t表示年度。EIIPRit代表i省份第t年的知识产权保护执行效力指数，GDPit代表i省份第t年的经济发展水平，eduit代表i省份第t年的人力资本状况，patentit代表i省份第t年的创新能力，fdiit代表i省份第t年的外商直接投资水平，openit代表i省份第t年的贸易开放度，uit为随机误差项，αi表示截距项即个体固定效应。

3.变量选取与数据来源

本文选取我国31个省份2001年-2013年的面板数据进行分析，观测值共计403个。

（1）被解释变量。知识产权保护执行效力（EIIPR）。通过前文所述的方法根据司法保护水平、行政保护水平、经济发展水平、社会公众的知识产权保护意识、国际监督水平5维度测算出来。

（2）关键解释变量。区域经济经济发展水平（GDP）。某一省份的经济发展水平对知识产权保护执行效力的影响存在一个阈值，当经济发展水平处在这个阈值的左或右两侧时，其对知识产权保护执行效力的影响是相反的。关于中国省份经济发展水平的度量，本文采用人均地区生产总值来衡量。

（3）控制变量。人力资本（edu）。人力资本储备是知识产权保护有效执行的前提条件，某一区域人力资本的文化素质越高，其知识产权保护执法效力也就越高。对于我国各省份人力资本的度量，本文采用6岁以上人口人均受教育年限来确定。计算公式为：

（4）创新能力（patent）。创新能力由某一地区的创新效率体现，某一地区的创新效率越高，表明该地区投入研发的无效成本相对于有效成本而言较低。地区创新能力越强，创新效率越高，则其对知识产权保护执法的实施起促进作用。参考毛昊提出的专利产出效率指数，本文用专利申请授权数与专利申请受理数之比确定创新效率。

（5）外商直接投资（fdi）。具有高技术及高物资资本的外国企业为了防止其专有技术外泄，往往采取独资企业的方式来扩大公司规模，建立分公司之前，他们会考综合虑该该地区知识产权保护的执行效力、人力资本等情况。外资企业的进驻往往会对该地区的知识产权保护执行效力起监督作用，外商直接投资额越高，知识产权保护执行效力也越强。本文采用外商投资企业年底登记的注册资金来衡量外商直接投资。

由于某些数据受到价格波动的影响，本文以2001年地区生产总值为基期，用GDP平减指数进行了缩减，并对外商直接投资、进出口总额进行了汇率调整。考虑到数据的平稳性，本文对所有变量取自然对数。表1是变量的详细说明及数据来源。

四、实证结果分析

本文采用固定效应模型对经济发展水平差异与知识产权保护执行效力之间的关系进行了估计，回归结果分为两部分：一部分是在我国全国范围内（31省）的总体估计；另一部分是按照经济发展水平强弱将全国31个省份划分为经济发达省份与经济欠发达省份，对这两组分别进行回归。

1.我国经济发展水平与知识产权保护执行效力的总体分析

本文首先对我国31个省（市）2001年-2013年的面板数据进行了总体估计，得到表2的回归结果。

考虑到截面个体大于时间序列的面板数据特点，需要关注截面的异方差问题；又因为省份与省份之间的变量往往会存在相互影响的关系，比如广东省的经济发展会带动周边省份的经济发展，所以需要考虑面板数据的截面自相关问题。本文对固定效应模型进行了异方差和自相关检验，在消除了异方差与自相关的影响后，即可得到表2的固定效应模型回归结果。

从回归结果可以看出，经济发展水平对知识产权保护执行效力的影响系数为正，且在1%的水平上显著，联系到前文提及的经济发展水平对知识产权保护执行效力的影响存在一个阈值这一概念，根据回归结果可以判定我国目前处于经济发展水平与知识产权保护效力同向变动这一区间，提升全国的经济实力，会使我国知识产权保护得到有效落实。外商直接投资和贸易开放度在1%的显著性水平上显著为正，这与之前的预期相符。值得注意的是，人力资本的影响并不显著，究其原因有可能是因为我国不同地区之间人力资源的素质差异大，从而降低了人力资本对知识产权保护的影响；此外，创新能力对知识产权保护执行效力的影响不显著，这说明从全国范围来看，提升创新率对知识产权保护实施的影响并没有凸显出来。

2.区域经济发展水平差异与知识产权保护执行效力的分析

为了分析区域经济发展水平差异是如何影响知识产权保护执行效力的，本文将全国31省（市）2001-2013年的面板数据进行了分组。在现有已划分的东、中、西部地区的基础上，将东部地区的所有省份直接归入“经济发达地区”，将西部地区的所有省份直接归入“经济欠发达地区”，将中部地区各省份的GDP与东部地区GDP排名最末的省份相较，如若大于东部地区GDP最者则分入“经济发达地区”，反之则分入“经济欠发达地区”。划分后，经济发达地区包括：北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南、黑龙江、吉林、辽宁、山西、河南、河北、湖南；经济欠发达地区包括：重庆、四川、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、内蒙古、宁夏、新疆、青海、西藏、安徽、江西。消除了异方差与自相关影响的固定效应模型回归结果见表3。

由回归结果可以发现，在经济发达地区，所有解释变量对知识产权保护执行效力的影响均显著，而在经济欠发达地区，只有2个解释变量影响效果显著，区域差异明显。经济发展水平在2组中对知识产权保护执行效力的影响系数均为正，且在1%的水平上显著，经济欠发达地区的系数更大，表明现阶段我国范围内的省（市），不论其是否处于经济发达地区，该省（市）经济硬实力的提升都会促进知识产权保护的有效执行，而且经济欠发达地区经济实力对知识产权保护实施的影响更大。人力资本和创新能力在经济发达地区中显著为负，但在经济欠发达地区中并不显著，究其原因可能是现阶段我国专利的发明仍处于模仿为主，创新为辅的阶段，专利的含金量低，要想在短期之内提高创新效率，研发人员们往往选择“拿来主义”这条捷径，换言之，人力资本软实力的提升主要表现在模仿能力的提升上，由此带来的创新效率的提升也就会抵制知识产权保护的执行，这一点在经济发达与经济欠发达地区的回归结果中得以证实。外商直接投资在经济发达地区显著为正，而在经济欠发达地区影响并不显著，这是由于经济欠发达地区外资企业较经济发达地区而言很少，外资企业欠缺话语权，因而很难对知识产权保护的执行起到监督作用。贸易开放度在经济发达地区与经济欠发达地区均显著，与本文预期一致。

五、结论与政策建议

本文通过5个维度的方法对我国各省（市）知识产权保护执行效力进行测算，运用固定效应模型对我国31省（市）2001年-2013年的面板数据进行实证分析，得到如下结论：从全国总体范围来看，经济发展水平、外商直接投资和贸易开放度的提升可以有效促进知识产权保护的实施。按区域经济发展水平差异划分的实证结果表明，贸易越开放，对我国经济发展水平不同的各个省份均有促进知识产权实施的作用；人力资本和创新能力只对经济发达地区有影响，且为负，说明我国现阶段盛行的仍然是滞后的科技研究，在科技前沿研究领域仍然处于落后地位；只有在经济发达地区外商直接投资对知识产权保护有影响。

鉴于以上研究结论，本文提出以下政策建议：在国际监督的背景下，政府应该在知识产权保护与科技发展中寻找一个利益均衡点，在国际许可的范围内，对知识产权保护应持宽松政策；提供优惠政策，抓住本土人才、吸引国外高精尖人才以为我国前沿科学的研究注入新鲜血液；为内陆地区提供更多对外优惠政策，基于经济开放口岸，带动内陆地区的进出口贸易；针对不同经济发展水平的省份采取的政策鼓励应各有侧重；有选择地引进外资，以免带来经济效益的负影响。

参考文献：

[1]Chin J C，Grossman G M.Intellectual Property Rights an d North-South Trade in The Political Economy of International Trade： EsM says in Honor of Robert E.Baldwin，ed.by RW Jones and AO Krueger[J].1990： 90-107.

[2]易先忠，张亚斌，刘智勇.自主创新，国外模仿与后发国知识产权保护[J].世界经济，2007，3：31-40.

[3]Ginarte，J.C， W.G. Park，Determinants of patent rights： A cross-national study.Research Policy， 1997， vol 26， pp283-301.

[4]韩玉雄，李怀祖.关于中国知识产权保护水平的定量分析[J].科学学研究，2005，（3）：377-382.

[5]王平，谭智.发展中国家知识产权保护与国际技术转移——中国省级面板数据的GMM分析[J].中南财经政法大学学报，2012，01：15-21.

[6]许春明，单晓光.中国知识产权保护强度指标体系的构建及验证[J].科学学研究，2008，（4）：715-723.

[7]孙旭玉.中国知识产权保护水平与影响因素的实证分析[J].理论学刊，2010，（7）：54-59.

[8]张海洋.GMM方法与动态面板数据[EB/OL].[2015-8-22].http：//wenku.baidu.com.

[9]余长林.知识产权保护与发展中国家的经济增长[J].厦门大学学报（哲学社会科学版），2010，02：51-57+122.

[10]郑晓红.知识产权保护对企业跨国经营的影响效应研究[D].湖南大学，2013.

[11]毛昊，张洪吉，王锦旺.基于我国地区经济实力、科技研发费用投入和职务发明专利申请数量产出的计量学分析[J].科技进步与对策，2008，02：110-115.

[12]褚开平.中国知识产权保护对FDI质量的影响研究[D].湖南大学，2012.

[13]徐清.知识产权保护强度的空间分布及其决定因素——基于31个省（市）面板数据的空间计量研究[J].世界经济研究，2013，09：23-29+87.

作者简介：杜萌卉（1990- ），女，广西，研究生，硕士，研究方向：知识产权管理；董雄报（1954- ），男，陕西，硕士生导师，教授，硕士，研究方向：从事信息管理、知识产权管理